서 론

2017년 우리나라의 자살자수는 1만 2463명으로 지난 20년간 전세계적으로 가장 높은 자살률을 보이는 나라였으며(Korea Suicide Prevention Center [KSPC], 2019), 자살이 심각한 사회 문제라는 인식에 이견 없이 학계 및 관련기관은 예방과 개입을 위한 노력을 지속해 왔다. 그러나 지금까지 이렇다 할 해법을 찾지 못하고 있는 실정이다. 특히 전체 자살률이 소폭이긴 하지만 감소추세에 있는 반면, 청소년 자살 시도율은 2015년 이후 지속적인 상승세를 보이고(Korea Center for Disease Control and Prevention [KCDC], 2018), 10대의 사망원인 1위에 자살이 확고한 위치를 차지하고 있다(KSPC, 2019). 또한 최근 소셜 미디어의 발달로 인해 자살 및 자해 경험을 공유하는 청소년들이 점점 늘어나고 있다는 점에서 청소년 자살은 더욱 심각한 문제로 대두되고 있다. 한편 일부 연구에서 고등학생 못지 않게 중학생의 자살생각 정도가 심각하다는 결과를 보여주었고, 자살생각 심각성이 이미 중학생 시기까지 포함하고 있다는 점에서 중학생의 자살생각에 대한 특별한 관심이 필요하다(Lee JS et al., 2017; Kim EK, 2018).

국내 중학생의 자살생각은 연구에 따라 차이가 있으나 16.4%∼31.3%로 상당히 높은 편으로 나타났다(Min AR et al., 2014; KCDC, 2018; Kim EK, 2018). 자살생각을 가진 모든 중학생이 실제로 자살 또는 자살시도를 하는 것은 아니지만 자살생각은 자살시도의 중요한 예측지표라는 측면에서 자살과 연속선 상에 있는 개념으로 보아야 하며(Park JS et al., 2010; Kim JJ et al., 2011), 따라서 중학교 청소년 자살을 예방하기 위한 자살생각에 대한 구체적인 탐색은 매우 중요하다. 청소년의 자살 생각에 영향을 미치는 요인으로는 성별, 학년 등의 인구사회학적 특성 뿐 아니라 우울, 자기통제력, 자아존중감 등의 개인체계 변수, 부모의 자녀학대, 가정폭력, 부모애착 등의 가족체계 변수, 친구 관계, 따돌림 등의 또래체계 변수 및 교사의 지지, 학교 폭력, 학업 스트레스 등의 학교체계 변수로 다양하다(Hong SH et al., 2016). 그러나 지금까지 국내외 연구에서 나타난 변수들의 효과에는 다소 차이가 있어 명확한 결론을 내리기 어려운 실정이다. 그 이유 중 하나로 중학생의 자살생각의 자료에 대한 보다 효율적인 통계분석 방법이 적용되지 못한 점을 고려해 볼 수 있다.

중학생의 자살생각에 대해 ‘얼마나 자주 자살생각을 하는지’에 대한 빈도를 측정할 때, 이는 음이 아닌 0이상의 수, 즉 가산자료(count data)로 볼 수 있다. 보건의료 계통에서의 가산자료의 예로는 낙상횟수, 청소년의 흡연, 음주, 자살시도와 같은 문제행동, 수술 후 감염발생 횟수 등의 빈도 수가 있다. 본 연구 대상자인 상당 수의 중학생들은 현재 자살생각을 하지 않으므로 높은 빈도의 ‘0’의 값을 가지고, 0점에 가깝게 치우쳐져 비정규분포를 나타낸다. 본 연구 자료와 같이 ‘0’이 많고 비정규성을 띄는 자료를 연속 변수로 간주하여 기존 연구에서처럼 회귀분석을 하게 되면, 통계분석의 결과가 왜곡될 수 있다. 그리고 자살생각에 대한 위험요인을 파악하기 위해 기존연구에서 많이 사용하는 로지스틱 회귀분석(logistic regression)을 사용할 경우 자살생각 빈도의 심각성에 대한 데이터가 많이 손실될 가능성이 있다. 따라서 본 연구의 종속변수와 같이 자살생각의 빈도 값에 0점이 많고, 자살생각 빈도의 분포가 한쪽으로 기울어진 비대칭일 때, 가산분석방법(count model) 중 하나인 영과잉 음이항(Zero-inflated Negative Binomial, ZINB) 회귀분석 방법을 고려할 필요가 있다. ZINB 회귀분석은 가산자료에서 나타나는 과산포(overdispersion)와 과잉으로 나타난 0점에 대한 분석을 통해 변수의 관찰되지 않는 이질성(unobserved heterogeneity)의 문제점을 동시에 고려하는 방법으로 두 개의 모형을 동시에 분석한다. 첫 번째 모형으로 이미 문제가 나타난 대상들에게서 그 문제의 심각성에 미치는 위험 요인을 예측하는 count model을, 두 번째 모형으로 측정 당시 문제가 나타나지 않았지만 앞으로 문제가 발생될 가능성을 예측하는 logit model을 동시에 통합적으로 분석하는 것이다(Atkins et al., 2007; Zaninotto et al., 2011). 다시 말해 ZINB 회귀분석은 자살생각 빈도처럼 과도하게 분포한 ‘0’값을 이루는 가산 종속변수들에 대한 데이터를 효과적으로 분석해 주고, 중학생의 자살 생각의 빈도, 즉 자살생각의 심각성에 영향을 미치는 요인 뿐 아니라 자살생각의 가능성에 대한 예측 요인을 파악하여 중학생을 위해 다양한 수준의 보다 포괄적이고 효과적인 자살예방 프로그램을 개발하는데 도움을 줄 수 있다.

이에 본 연구의 목적은 ZINB 회귀분석방법을 이용하여 중학생의 자살생각의 빈도에 미치는 영향요인을 확인하기 위함이며 구체적인 연구문제는 다음과 같다. 첫째, 중학생의 자살생각의 빈도에 미치는 영향 요인을 파악한다. 둘째, 설문조사 당시 자살생각이 없다고 응답한 대상자의 자살생각 가능성을 예측하는 요인을 파악한다.

연구방법

1. 연구 대상

본 연구에서는 한국복지패널(Korean Welfare Panel Study)의 원 자료 중 2018년도에 실시한 13차년도 아동부가조사 및 가구 데이터를 활용하여 분석하였다. 한국복지패널은 서울대학교 사회복지연구소와 한국보건사회연구원에서 조사한 것으로, 분석 모집단은 2005년 인구센서스의 90% 조사구이며, 자료수집방법은 층화 이중 추출방법으로 1단계에서 인구센서스 자료로부터 517개의 조사구가 표본으로 추출되었고, 2차로 일반 가구와 저소득층 가구 7,000가구가 표본가구로 추출되었다. ‘13차년도 아동 부가조사는 ‘10차년도 아동 부가조사 응답자(패널조사 가구원 중 2015년 3월 당시 초등학교 4, 5, 6학년에 재학 중인 아동)’ 또는 ‘패널조사 가구원 중 2018년 3월 당시 중학교 1, 2, 3학년 재학 중인 아동’을 대상으로 실시하였고, 이중 설문을 완료한 중학생 391명의 아동부가조사 데이터와 가구데이터를 결합하여 분석하였다.

2. 측정 도구

1) 자살생각의 빈도

중학생의 자살생각의 빈도는 Reynolds(1988)의 자살생각척도 Suicidal Ideation Questionnaire (SIQ)를 사용하였다. SIQ는 6개 문항으로 구성된 6점 척도로 ‘자살을 할까 생각했다’, ‘어떻게 자살할 것인가에 대해 생각해 봤다’, ‘언제 자살할 것인가에 대해 생각해 봤다’, ‘내가 죽어버리면 모든 문제가 해결될 것이라고 생각했다’, ‘사람들이 자살하는 방법에 대해 생각했다’, ‘나는 더 이상 살아갈 이유가 없다고 생각했다’의 6개 문항으로 구성되었고, 6점 척도로 ‘0=전혀 없다’, ‘1=지난 달 없다’, ‘2=한 달 1번’, ‘3=한 달 2∼3번’, ’ 4=일주일 1번’, ‘5=일주일 2∼3번’, ‘6=거의 매일’로 응답한 점수를 합산한 값을 사용하였다. 총점이 높을수록 평소에 자살생각의 빈도가 높음을 나타낸다. 본 연구에서 사용한 척도의 Cronbach’s α는 .97이었다.

2) 심리적 요인

중학생의 자아존중감은 Rosenberg(1965)의 자아존중감 한국어판 아동용 10문항과 Sherer et al.(1982)의 자기효능감 척도를 기초로 Park HS(1998)이 재구성한 척도의 일부 문항(3문항)을 추가한 13문항으로 측정하였다. 자아존중감 척도는 4점 척도로 지난 1년간의 경험을 조사하였고, 점수가 높을수록 자아존중감이 높은 것을 의미한다. 본 연구에서의 자아존중감 신뢰도는 Cronbach’s α는 .92이었다.

우울 및 불안, 위축, 공격성은 Achenbach(1991)가 개발한 아동, 청소년 행동평가 척도(Child Behavior Checklist, CBCL)를 Oh KJ et al.(1998)가 번안한 K-CBCL 척도 중 아동의 우울 및 불안, 위축, 공격성에 해당되는 문항만을 추출하여 측정하였다. 우울 및 불안, 위축, 공격성은 조사시점을 기준으로 지난 6개월간의 경험을 3점 척도로 ‘전혀 아니다’, ‘그런 편이다’, ‘자주 그렇다’로 응답하도록 하였다. 우울 및 불안은 ‘불행하다고 생각하거나 슬퍼하고 우울하다.’ 등의 경험을 묻는 14개 문항으로 구성되어 있으며, 점수가 높을수록 우울 및 불안의 정도가 높은 것을 의미한다. 위축은 ‘혼자 있는 것을 좋아한다’ 등 총 9문항으로 구성되었고, 점수가 높을수록 위축감이 큰 것을 의미한다. 공격성은 ‘말다툼을 자주한다’ 등의 총 19문항으로 구성되었고, 총점이 높을수록 공격성이 강한 것을 의미한다. 본 연구에서의 우울 및 불안, 위축, 공격성의 신뢰도 Cronbach’s α는 각각 .87, .80, .83이었다.

학업 스트레스 척도는 2006년 한국청소년패널조사(Lee KS et al., 2006)와 2005년 서울아동패널(Lee BJ, 2005)을 참고하여 ‘학교 성적이 좋지 않아서 스트레스를 받는다’, ‘숙제나 시험 때문에 스트레스를 받는다’, ’대학 입시에 대한 부담으로 스트레스를 받는다’, ’공부가 지겨워서 스트레스를 받는다’의 총 4개 문항으로 구성되며, 4점 척도로 측정하여 총점이 높을수록 학업스트레스가 높은 것을 의미한다. 본 연구에서의 학업스트레스 신뢰도 Cronbach’s α는 .85이었다.

3) 부모, 친구, 학교 관련 요인

부모와의 관계는 부모의 교육참여 정도와 지도감독의 정도로 확인하였다. 부모의 교육참여 정도와 지도감독은 Lee SY et al.(2003)이 개발한 부모의 교육참여 척도 중 일부를 사용하였고, 부모-자녀 상호작용, 부모-자녀 물리적 접근성, 부모-자녀 책임/관심의 하위영역으로 구성되었다. 부모의 교육참여 정도는 ‘부모님과 나는 학교 생활이나 친구에 대해 대화한다’ 등의 4문항, 부모의 지도감독은 ‘부모님은 내가 집에 없을 때 어디에 누구와 함께 있는지 알고 계신다’ 등의 4문항으로 구성된다. 4점 척도(‘전혀 그렇지 않다’, ‘별로 그렇지 않다’, ‘그런 편이다’, ‘항상 그렇다’)로 구성되어 총점이 높을수록 부모의 교육참여도와 지도감독의 정도가 높은 것을 의미한다. 본 연구에서의 신뢰도 Cronbach’s α는 각각 .74, .84이었다. 학대는 부모로부터의 신체적 학대, 정서적 학대, 방임으로 구성된다. 신체적 학대는 ‘나는 부모님으로부터 심하게 맞은 적이 있다’의 1문항으로 구성되었고, 정서적 학대는 ‘내가 수치심과 모욕감을 느낄 정도로 부모님이 꾸짖은 적이 있다’ 등 3문항, 방임은 ‘내가 늦게 와도 부모님은 관심이 없다’ 등의 8문항으로 구성되어, 5점 척도로 측정되었다. 부모로부터의 신체적 학대, 정서적 학대, 방임은 점수가 높을수록 부모로부터의 학대가 심한 것을 의미한다. 본 연구에서의 정서적 학대와 방임의 신뢰도 Cronbach’s α는 각각 .82, .50이었다.

친구 관련 요인으로는 친구애착의 정도를 서울아동패널의 척도를 사용하였으며 ‘친구들과 서로의 고민을 솔직하게 이야기하는 편이다’ 등 4문항으로, 5점 척도로 측정되었다. 총점이 높을수록 친구애착 정도가 높은 것을 의미하며, 본 연구에서 신뢰도 Cronbach’s α는 .79이었다.

중학생의 학교폭력 피해경험은 ‘다른 아이들이 듣기 싫은 별명을 부르며 나를 놀리거나 조롱한 적이 있다’ 등 총 6문항, 4점 척도로 구성되어 있고, 점수가 높을수록 학교폭력 피해경험이 많은 것을 의미한다. 본 연구에서의 신뢰도 Cronbach’s α는 .51이었다.

3. 분석방법

수집된 자료는 SPSS/WIN 19.0과 Stata 15.1 program을 이용하여 분석하였다. 먼저 대상자의 인구학적 특성, 심리적 요인, 가족, 친구, 학교 관련 요인과 자살생각의 빈도를 파악하기 위해 실수와 백분율, 평균과 표준편차를 구하였다. 다음으로 연구 목적인 남녀 중학생의 자살생각의 빈도에 미치는 영향요인을 분석하기 위해 ZINB 회귀분석 모형을 사용하였다. 본 연구의 종속변수인 자살생각의 빈도 총점에서 현재 자살생각이 전혀 없다고 0점으로 응답한 대상자는 263명(67.3%)이었다. 0의 자료가 많은 경우, 가산모형 중 영과잉 음이항(Zero-inflated Model)을 생각해 볼 수 있다. Zero- inflated Model 중 Poisson 모델은 평균과 분산이 같을 때 주로 사용이 되고, 본 자료와 같이 분산(18.77)이 평균(1.99)보다 큰 과산포 현상이 나타나는 경우, ZINB 모형 분석을 권장하고 있다(Atkins et al., 2007; Zaninotto et al., 2011). 특히 ZINB 회귀분석은 과잉으로 나타난 0점의 관측값을 ‘절대적인 0점’과 ‘언제나 0이 아닐 수 있는 0점’으로 나누어 분석한다는 점에서 그 특징이 있다. 본 연구에서 ‘절대적인 0점’은 자살생각이 전혀 없는 중학생이고, ‘언제나 0이 아닐 수 있는 0점’은 조사 당시 자살생각이 없다고 하였으나, 상황과 시기에 따라 자살생각이 있을 수 있는 잠재적 위험군을 예측하여 분석하는 것이다. 이렇게 이질성을 내포하는 영과잉 자료를 고려하지 않고, Poisson 회귀분석모형이나 음이항(negative binomial) 회귀분석 방법으로 분석하게 되면 영과잉 관측치에 대한 과소추정이 발생한다(Atkins et al., 2007). ZINB 회귀분석은 두 가지 결과를 보여주는데, 첫 번째 count model의 결과로 자살생각 빈도에 영향을 미치는 위험요인에 대한 추정이다. 두 번째 logit model의 결과는, 조사 당시 자살생각이 전혀 없다고 응답한 집단에서 앞으로 자살생각을 전혀 하지 않을 확률(probability of zero)에 대한 추정을 의미한다. ZINB 회귀분석의 모형계수의 적합성 검증은 우도비 검정(likelihood-ratio test)으로 확인하였다.

결 과

1. 연구대상자의 인구학적 특성

대상자의 인구학적 특성은 Table 1과 같다. 성별에서 남자 중학생은 190명(48.6%), 여자 중학생은 201명(51.4%)이었고, 1, 2, 3학년이 각각 118명(30.2%), 139명(35.5%), 134명 (34.3%)이었다. 다음으로 가구 균등화 된 경상소득을 중심으로 분류된 저소득층 구분에서는 저소득층 가구는 47명(12%)이었다. 가구형태에서는 일반가정이 367명(93.9%)으로 한부모ㆍ조손ㆍ소년소녀가장 가정이 24명(6.1%)이었다.

Table 1

Descriptive statistics of general characteristics and study variables (N=391)

	N (%)	Mean (SD)	Range
Gender
Male	190 (48.6)
Female	201 (51.4)
Grade
1st	118 (30.2)
2nd	139 (35.5)
3rd	134 (34.3)
Economic status
Non low income household	344 (88.0)
Low income household	47 (12.0)
Living with both parents
Yes	367 (93.9)
No	24 (6.1)
Frequency of suicidal ideation		1.99 (4.33)	0~24
Self esteem		27.91 (6.66)	0~39
Depression/Anxiety		3.45 (4.02)	0~28
Withdrawal		2.46 (2.94)	0~18
Aggression		2.60 (3.50)	0~38
Academic stress		8.38 (2.84)	4~16
Relationship with parent
Educational involvement		6.18 (2.61)	0~12
Parental supervision		8.41 (2.51)	0~12
Parental abuse
Physical abuse		0.15 (0.41)	0~4
Emotional abuse		0.61 (1.69)	0~12
Neglect		0.16 (0.88)	0~16
Attachment to friends		7.55 (3.56)	0~16
Experiences of school violence		0.62 (1.40)	0~18

2. 주요변수의 기초통계 결과

조사 당시 자살생각이 전혀 없다고 0점으로 응답한 중학생은 263명(67.3%), 자살생각이 있는 중학생의 수는 128명(32.7%)이며, 자살생각 빈도의 평균은 1.99 (SD=4.33)로 자살생각 빈도의 정도는 0점에 가깝게 치우쳐 있다(Fig. 1). 자아 존중감의 평균은 27.91점(SD=6.66), 우울 및 불안의 평균점수는 3.45점(SD=4.02), 위축행동의 평균은 2.46점(SD= 2.94), 공격성 평균은 2.61점(SD=3.50), 학업스트레스는 8.38점(SD=2.84), 부모와의 관계에서 부모의 교육참여 평균점수는 6.18점 (SD=2.61), 부모의 지도감독 평균점수는 8.41점(SD=2.51), 학대의 평균 점수는 부모의 신체적 학대, 정서적 학대, 방임이 각각 0.15점(SD=0.41), 0.61점(SD=1.69), 0.16점 (SD=0.88)이었다. 친구애착 정도는 평균 7.56점(SD=3.56)이었다. 학교폭력의 피해경험 정도는 평균 0.62점(SD=1.40)이었다.

Fig. 1

Frequency of suicidal ideation in Korean middle school students.

3. 중학생의 자살생각 빈도에 미치는 영향

중학생의 자살생각의 빈도에 영향을 미치는 요인을 ZINB회귀분석모형을 통해 분석한 결과는 Table 2와 같다. 우도비 검증 결과 유의확률이 .001보다 작았고, 모형 설명력은 28.6%이었다.

Table 2

Zero-inflated negative binomial regression for frequency of suicidal ideation (N=391)

	Count model					Logit model
	β	SE	z	p>|z|	95% CI	β	SE	z	p>|z|	95% CI
Gender
Female	.404	.204	1.98	.048	.003~.805	−.285	.349	−0.82	.415	−.970~.400
Grade
2	.206	.230	0.90	.371	−.245~.657	−.181	.419	−0.43	.667	−1.003~.641
3	.569	.257	2.22	.027	.066~.1.072	−.391	.433	−0.90	.367	−1.240~.458
Economic status
Low income	.158	.296	0.53	.594	−.423~.738	.764	.556	1.37	.169	−.326~1.854
Living with both parents
No	.327	.373	0.88	.380	−.403~1.057	−.367	.666	−0.55	.581	−1.672~.937
Self-esteem	−.009	.014	−0.62	.532	−.037~.019	.029	.031	0.92	.358	−.033~.090
Depression/anxiety	.002	.030	0.05	.958	−.057~.060	−.159	.074	−2.15	.031	−.305~−.014
Withdrawal	.030	.033	0.90	.369	−.035~.095	−.018	.071	−0.26	.798	−.157~.121
Aggression	−.014	.023	−0.63	.529	−.059~.030	−.103	.062	−1.65	.099	−.224~.019
Academic stress	−.016	.036	−0.45	.653	−.087~.055	.068	.079	0.87	.387	−.086~.222
Parent educational involvement	−.008	.039	−0.22	.830	−.085~.068	−.035	.064	−0.55	.585	−.161~.091
Parental supervision	.019	.026	0.73	.465	−.032~.069	.052	.048	1.10	.273	−.041~.146
Physical abuse	.268	.214	1.25	.211	−.152~.688	−.606	.428	−1.42	.156	−1.445~.232
Emotional abuse	−.042	1.056	−0.76	.449	−.152~.067	.085	.124	0.69	.493	−.157~.327
Parental neglect	.028	.087	0.32	.751	−.143~.197	−.788	.325	−2.42	.015	−1.43~−.151
Attachment to friends	−.070	.031	−2.25	.025	−.131~−.009	−.040	.054	−0.74	.458	−.146~.066
School violence	−.050	.061	−0.82	.414	−.169~.070	−.109	.135	−0.80	.421	−.374~.156

Bold values were significant (p<0.05).

중학생의 자살생각 빈도의 정도에 대해 count model로 분석한 결과, 성별(β=.404, p=.048), 학년(β=.569, p= .027), 친구애착(β=−.070, p=.025)이 유의하였다. 즉 현재 자살생각이 있는 중학생의 경우, 남자 중학생에 비해 여자 중학생, 1학년에 비해 3학년, 친구애착 정도가 낮은 중학생일수록 자살 생각에 대한 빈도가 높다고 볼 수 있다.

자살생각의 가능성을 예측해 볼 수 있는 logit model 분석 결과는 우울 및 불안(β=−.159, p=.031), 부모의 방임(β=−.788, p=.015)이 유의한 결과를 나타내었다. 현재 자살 생각이 없는 중학생이라 하더라도 우울 및 불안의 정도가 높고, 부모의 방임이 높아질수록 자살생각에 대한 위험이 높아진다고 볼 수 있다.

고 찰

본 연구는 2018년 실시한 13차 년도 한국복지패널 자료 중 중학교 1, 2, 3학년 391명의 자료를 이용하여 중학생의 자살생각 빈도에 영향을 미치는 요인을 파악하고자 ZINB 회귀분석방법을 적용하였다.

연구 대상자인 중학생의 자살생각 빈도에 대한 분석 결과, 조사 당시 32.7%의 중학생이 자살을 생각해 본적이 있다고 답변을 하였고, 자살생각 빈도의 평균은 1.99이었다. 이와 같은 대상자의 자살생각 경험 비율은 국내 일개지역의 중학생을 대상으로 한 연구에서의 31.3% (Min AR et al., 2014)와 2018년 청소년 건강행태 온라인조사에서 나타난 16개시의 중학생 자살생각 비율 28%와 비슷한 수준을 보인다(KCDC, 2018). 한편 2012년 한국복지패널 자료에서 나타난 고등학생의 자살생각 경험의 비율은 33.8% (평균 자살생각 빈도: 2.06), 2018년 청소년 건강행태 조사에서의 자살생각 경험비율은 26.1% (KCDC, 2018)로 중학생의 수치와 비슷하거나 낮은 수준을 보여준다. 한국 청소년 패널 조사를 이용한 자살생각 변화궤적 연구 또한 중학교 3학년의 자살생각 수준이 고등학생의 것보다 높다고 보고하고 있다(You CM et al., 2015). 비록 해당 연구들의 설문조사 시기와 자살생각 측정 방법, 대상지역에 차이가 존재하지만 이와 같은 결과는 중학생 시기의 자살생각 정도가 심각함을 말해주고 중학교 이전 시기부터 이들의 발달단계의 특성을 고려한 단계적인 자살예방의 노력과 접근이 필요함을 시사한다.

중학생 자살생각의 빈도에 유의하게 영향을 미치는 요인은 성별, 학년, 친구 애착이었다. 성별의 경우, 남녀 중학생 중 여중생에게서 자살생각 빈도가 높은 것이 확인되었다. 청소년 자살에 대한 선행연구에서도 상대적으로 여학생의 자살생각, 자살계획 등의 빈도가 높은 것으로 보고되고 있다(Min AR et al., 2014; Sohn SY, 2014; Adrian et al., 2016; Korea Youth Counselling & Welfare Institute, 2016). 그 이유로는 해당시기의 남녀간 성숙도 차이, 스트레스 인지율 차이, 자살생각으로 연결되는 정신건강 문제의 초기증상 차이 등이 언급되고 있으나 성별차이가 발생하는 속성에 대한 연구는 아직 부족한 실정이다(Park JS et al., 2010; Adrian et al., 2016; Kim EK, 2018). 반면 자살사고가 실제 실행으로 연결되는 비율은 국내외 모두 남학생에게서 더 높게 나타나고 있다(Lowry et al., 2014; KSPC, 2016). 이는 일부 연구에서 남학생이 자살과 관련된 무력감이나 절망감 등을 충동적으로 표현하는 경향이 강하고, 여학생의 경우 자살생각이 관계 내에서의 관심과 도움을 받기 위한 의도에 조금 더 비중이 있기 때문으로 해석되고 있다(Kim EK, 2018). 따라서 중학생들의 자살문제에 있어 자살생각의 빈도 뿐 아니라 이것이 실행으로 옮겨지는 성별차이 발생 기제를 이해하기 위한 추가적 고찰과 연구, 이를 바탕으로 한 유관기관의 성별 맞춤 프로그램 개발도 필요할 것이다.

다음으로 자살생각 경험이 있는 중학생의 경우, 1학년에 비해 3학년에서 유의하게 자살생각이 증가되는 것으로 확인되었다. 중학생만을 대상으로 학년에 따른 자살생각의 빈도와 그 원인을 분석한 연구는 찾기 어렵지만, 청소년을 대상으로 한 다수의 선행연구에서 고학년 학생들에게 상대적으로 학업, 성적, 진학 등과 관련된 부담이 크기에 자살생각이 증가하는 것으로 설명하고 있다(Yao et al., 2014; Lee GY et al., 2015; Kim SH et al., 2016). 하지만 본 연구에서 학업스트레스는 학생들의 자살생각 심각도에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 확인되었다. 국내 Ha JE(2015)의 연구에서도 중학생의 학업스트레스는 자살생각과 직접적으로 유의한 상관관계를 갖기보다 우울을 매개로 하여 자살생각에 유의한 영향을 미치고, 이들 사이에서 부모애착이 우울을 부분적으로 매개하여 영향을 끼치고 있다. 이 결과는 학업스트레스가 직접적으로 자살생각에 영향을 미친다는 연구들과 차이를 보이는 부분이다. 따라서 향후 연구에서는 보다 많은 수의 중학생을 대상으로 하여 학업 스트레스와 자살생각의 관계에 대한 확인, 학년별 차이 유무, 구체적인 원인, 경로 등에 대한 심층분석을 할 필요가 있을 것으로 보인다.

중학생의 친구애착으로 본 교우관계는 자살생각 빈도에 유의한 영향을 준다는 것이 확인되었다. 이러한 결과는 청소년의 자살생각과 관련요인을 다룬 다양한 선행 연구들을 통해 지지되는 바이다(Kim JJ et al., 2011; Lowry et al., 2014; Sampasa-Kanyinga et al., 2014). 원만하지 못한 교우관계는 직간접적으로 자살사고의 위험을 높일 수 있는 반면(Kwon SW et al., 2013; Nam YO, 2013), 또래의 긍정적인 사회적 지지는 자살문제를 줄일 수 있는 보호요인으로 작용할 수 있다(Lowry et al., 2014). 하지만 일부 연구에서는 주관적으로 인지하는 교우관계가 나쁘지 않더라도 비슷한 적응문제를 가진 동료끼리 자살과 관련된 생각을 공유하며 서로 영향을 주고받는 과정이 동반자살로 연결되어 실제 자살실행의 빈도를 높일 수 있다고 지적하고 있다(Oh SG, 2006; Min AR et al., 2014; Shin HJ et al., 2014). 따라서 자살문제를 다루는데 있어 중학생 또래관계의 어떤 구체적인 요소나 역동이 자살문제의 악화요인이나 보호요인이 될 지에 대한 보다 개별적인 이해와 접근이 필요할 것으로 보인다. 또한 다양한 유관기관 및 전문가를 통해 중학생들의 바람직한 교우관계를 위한 개인이나 집단상담, 사회기술훈련을 위한 교육과 프로그램, 동료간 자살예방을 도울 수 있는 정보 제공, 자살문제 조기개입 등의 서비스도 요구된다.

한편 ZINB 회귀분석의 logit model을 통해 살펴본 결과, 조사 당시 자살생각 경험이 없다고 응답한 학생이라도 우울 및 불안과 같은 심리적 요인이나 부모의 방임이 자살생각의 가능성을 높여 줄 수 있음을 보여주었다. 특히 우울의 경우, 다양한 연구와 보고를 통해 지속적으로 청소년 자살에 유의한 영향을 미치는 것으로 확인되고 있다(Kim SW et al., 2010; Min AR et al., 2014; Sohn SY, 2014; Kim EK, 2018). 우울의 대표적인 증상 중 하나가 죽음에 대한 반복적 생각, 구체적 계획이 없는 자살사고, 자살시도나 수행계획을 갖는 것으로 우울과 자살생각은 밀접한 관련성을 가진다(American Psychiatric Association, 2013). 또한 청소년에게 있어 우울은 학업 스트레스, 학교폭력, 학대 등 청소년의 자살관련 위험요인과 자살을 매개하는 요소로도 작용한다(Park JY, 2010; Kang HY et al., 2013). 더불어 청소년기 학교적응 및 스트레스와 관련된 갈등, 두려움 등으로 인한 불안은 자존감 저하나 우울과 밀접한 관계를 맺게 되고 이는 다시 자살문제로 연결될 수 있다(Kim GS et al., 2012; Yao et al., 2014; An YS et al., 2016). 우울, 불안과 같은 청소년의 심리적 문제가 모두 자살문제로 연결되는 것은 아니지만 중학생의 자살생각의 가능성을 높일 수 있음이 확인되므로 해당 연령대 학생들의 정신건강문제의 조기 발견과 전문적 치료를 통해 이들 문제가 자살생각으로 연결되지 않도록 학교와 가정차원에서의 적극적인 관심과 노력이 수반되어야 할 것이다.

보호자의 방임 또한 대상 학생의 자살생각 가능성을 높이는 것으로 확인되었다. 실제 방임과 그로 인한 지지적 가정환경의 결핍은 학생들의 성장과정에 자살과 관련된 취약성을 만들어 내는 것으로 보고되고 있다(Min AR et al., 2014). 또한 보호자의 무관심이나 보호자 부재로 인한 돌봄과 지지결핍문제는 자살사고와 관련된 청소년의 우울과 물질남용 같은 위험행동에 부정적 영향을 미칠 수 있다(Lowry et al., 2014; Lee GY et al., 2015). 이와 관련하여 본 연구에서 검토한 가구형태차이에 따른 중학생들의 자살생각 가능성에는 유의한 차이가 없었다. 이는 중학생의 자살생각 빈도에 가구의 형태보다는 보호자의 방임자체가 유의미한 영향을 미치는 것으로 해석될 수 있다. 따라서 보호자의 방임이나 돌봄 결핍문제에 노출되어 있거나 위험이 있는 중학생들을 위한 학교와 지역사회에서 다양한 형태의 방과 후 프로그램, 가족상담 및 교육, 또래집단 프로그램과의 연계를 통해 학생들에게 좀더 관심을 기울이고 지지를 제공할 수 있는 방법에 대한 고민이 필요할 것으로 보인다.

Ryu JA(2009)의 연구에 의하면 자살생각 경험이 있는 학생은 가족과 환경같은 외적 요인에 자살생각의 원인을 두고 정서ㆍ회피적 대처를 하는 반면, 자살생각이 없는 학생은 개인 내적 측면에 그 원인을 두고 문제를 해결하고자 하는 경향을 보인다. 정서ㆍ회피적 대처방법은 자살생각을 증가시키고 결국 이것이 자살시도로 연결될 가능성이 커진다. 따라서 본 연구에서 밝혀진 자살생각이 있는 대상의 심각도에 미치는 위험 요인인 성별, 학년, 친구애착 관련 문제에 대해 학생들이 적극적으로 문제를 해결할 수 있도록 돕는 다양한 방법이 마련되어야 할 것이다. 구체적으로 학년이 올라가면 중학생의 자살생각 빈도가 증가될 수 있으므로 예방적 차원에서 초등학교 고학년, 중학교 저학년 시기부터 자살문제에 대한 토론 기회, 생명존중이나 스트레스관리 프로그램 등이 제공된다면 도움이 될 것이다. 그리고 학교에서 일차적으로 자살문제를 다루게 되는 담임교사 및 상담교사들이 중학생 자살 생각의 빈도와 자살시도의 남녀 차이와 그 속에 내포된 속성을 이해하고 자살생각을 표현하는 학생들을 돕는다면 더욱 효과적일 것이다. 또한 또래관계에 어려움이 있는 중학생들에게는 보다 적극적으로 교우관계 개선을 위한 상담과 사회화 프로그램이 필요하고, 자살생각에 대한 세심한 주의와 관심이 요구된다. 반면, 자살생각과 관련된 원인을 개인 내적 요소에 두는 학생들은 자살생각이 들게 될 경우, 자신의 문제를 타인에게 드러내는 것이 크게 도움이 될 수 없을 거라는 생각에 자살생각을 실제로 드러내지 않고 개인적으로 문제를 해결하고자 할 수 있다(Ryu JA, 2009). 본 연구결과에서 보여주듯이 이들은 지금 당장 자살생각이 없더라도 우울과 불안, 방임 등의 부정적 영향에 의해 자살생각이 일어날 가능성이 있으므로 이를 예방하기 위해 도움요청 행위(help- seeking behavior)의 중요성 등을 초등학교 고학년과 중학교 시기부터 지속적으로 인식시키고 정보를 제공하며 위기에 대한 즉각적인 서비스를 제공해야 할 것이다. 또한 학생 상담 시 자살 생각을 표현하지 않는 학생이더라도 우울, 불안 등의 정서적 문제가 심각하거나 부모의 방임이 의심될 경우 자살생각의 가능성을 염두에 두고 치료기관으로의 연계, 효과적인 심리치료의 제공, 지역사회에 기초한 지지체계 연결 등을 도모하는 것이 중학생의 자살위험을 낮추는 데 도움이 될 것이다.

나아가 청소년들의 자살생각에는 개인, 가족, 사회적 요인들이 복합적으로 작용하여 영향을 미치기에(Shin HJ et al., 2014), 중학생들의 자살예방을 위한 계획 시 앞서 살핀 영향요소들의 개별적 측면만을 검토하기보다 이들의 상호작용이 미치는 영향 또한 포괄하는 통합적 접근이 요구된다. 즉 개인 내적 요소와 가족 및 사회적 관계가 서로에게 미치는 영향이나 한쪽 측면의 문제를 다른 요소를 통해 보완해 줄 수 있는 방법 등에 대한 고려도 필요하다.

마지막으로 해당시기의 자살생각은 발달단계 특성상 일시적이고, 충동적인 경우가 많고, 회복탄력성과 같이 이 시기에 자살생각을 완화시켜줄 수 있는 다양한 보호요인 또한 존재한다(Park JY, 2010). 따라서 자살문제 접근에 있어 중학생 시기의 공통된 발달단계 특성과 개인 내외적인 영향요인에 대한 다각도의 검토를 통해 위기에 잘 대처할 수 있는 구체적인 방법을 제시하고 실천할 수 있도록 돕는 것이 중요하다.

본 연구의 제한점은 다음과 같다. 본 연구는 이차 자료를 활용하여 패널조사에서 이미 수집자료를 분석함으로써, 미처 분석에 포함하지 못한 변수들의 영향을 완전히 배제할 수 없다. 또한 패널 조사 자료수집의 특성 상 대상자에게 방대한 양의 설문조사를 수행해야 하는 부담감과 함께 자살생각을 비롯한 우울, 불안, 공격성, 부모의 학대 등 중학생이 응답하기에 민감한 설문조사 내용을 포함하고 있어 대상자가 솔직하게 답변하지 않았을 가능성을 염두에 두어야 한다. 그리고 본 연구 결과는 횡단조사 데이터를 토대로 한 것이므로 인과관계 추정에 한계가 있다.

이러한 제한점에도 불구하고, 본 연구는 전국적으로 대표성을 지닌 한국복지패널 자료를 분석하여 연구 결과의 일반화를 확보할 수 있었다. 또한 중학생의 자살생각의 빈도 자료가 가지는 과산포(overdipersion) 문제와 영과잉 관측치의 이질성을 해결하기 위해 자료특성에 적합한 ZINB 회귀분석 방법을 사용한 점에서 그 의의가 있다. ZINB 회귀분석 방법을 통해 기존의 연구에서 시행되었던 로지스틱 회귀분석방법으로 확인할 수 없었던 중학생의 자살 생각 가능성을 예측하는 요인 뿐 아니라, 자살생각의 빈도에 미치는 영향요인을 함께 확인함으로써 중학생의 자살생각에 영향을 미치는 주요 요인에 대한 폭넓은 이해를 제공하였다.

결론적으로 본 연구는 한국복지패널 자료를 활용하여 국내 중학생들의 자살생각에 미치는 영향 요인들을 다양한 측면에서 살펴보고자 하였다. 그 과정에서 자살생각 경험이 있는 대상에 대한 영향 요인뿐만이 아니라 자살생각 경험이 없더라도 그 가능성을 높여 줄 수 있는 요인에 대한 면밀한 검토를 할 수 있었다. 향후에는 본 연구에서 확인된 자살생각에 영향을 미치는 주요 요인이 구체적으로 어떤 경로나 기제를 통해 대상자의 자살생각과 그 가능성에 영향을 미치는 지에 대한 연구가 이루어져야 할 것으로 보인다. 또한 종단연구를 통해 학생들의 자살생각 추이 및 영향 요인들과의 관계 변화를 살펴본다면 청소년들의 자살예방을 위한 방안 모색과 중재에 보다 의미 있는 정보를 제공할 수 있을 것이다.

Conflicts of interest

The authors declared no conflict of interest.

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